交易型组织责任可以换来员工的创新行为吗？——一个有中介的调节效应模型

张 毅,曾玉娇

(1.湖南商学院 湖南省移动电子商务协同创新中心，湖南 长沙 410205；2.湖南商学院 移动商务智能湖南省重点实验室，湖南 长沙 410205)

交易型组织责任是员工认为组织应对其尽到的经济和物质性的责任，具有典型的交换属性[1]。作为“交换”，员工是否会做出组织所期待的创新行为？换句话说，对于组织履行交易型责任，员工是否会以实施积极的组织行为——创新行为进行“交换”？对于这一问题，以往研究没有系统回答，但关于交易型组织责任中的薪酬与员工创新行为的关系却有不少学者进行了探讨。对于两者的关系，出现了不同的研究结论，以Deci为代表的学者们认为，经济性奖酬不利于员工创新。但以Eisenberger为代表的学者们认为，经济性奖酬能有助于员工创新。对于这些分歧，以往研究更多从内外动机角度进行分析[2]，但仍各持己见。针对这些分歧，本研究尝试从社会交换的角度系统分析交易型组织责任与员工创新行为的关系，选择员工创新义务感知和组织-员工供给需求匹配两个中间变量，探讨其在交易型组织责任与员工创新行为关系中的中介效应和调节效应，分析“交易型组织责任是否可以换来员工的创新行为”，以期为进一步揭开员工创新行为形成机理的“黑箱”提供理论与实证支持，同时对优化传统创新激励策略，激发员工的创新行为具有较好的实践价值。

一、相关研究述评和研究假设

1.交易型组织责任的内涵

以往心理契约的研究涉及了组织的交易型责任，不同学者对其外延以及维度划分均存在一定的差异。但交易型组织责任的特点已得到比较一致的认同，即交易型组织责任具有经济和物质的属性，是与经济、物质有关的，比如报酬和福利、工作环境和工作保障等内容，它是能满足个体外在需求的组织责任。而且员工对组织责任的认知在不同时期会表现出差异性[3]。因此，为进一步了解当前背景下员工对组织交易型责任内涵的认知，本研究采用扎根理论的方法建构了组织交易型责任的内涵维度。首先，根据便利性取样原则进行取样，数据收集采用开放式一对一个别访谈和团队头脑风暴两种方式进行。不论个别访谈还是团队头脑风暴，交流内容均围绕以下3个开放式问题展开：①你觉得你们组织应该对你们履行哪些责任？②你觉得组织目前在履行对你们的责任方面哪些做得好？哪些有待提高改进？③你觉得组织需要履行的这些责任哪些是你特别看重的？哪些你觉得无所谓呢？对所有收集的原始资料，首先由组织行为、企业管理方向的教授和博士，根据以往对交易型组织责任特点的描述，对所收集的原始资料进行初步筛选，选择涉及经济的和物质的描述内容作为扎根理论三级编码的原始材料。按照扎根理论的方法最终建构了本研究交易型组织责任的内涵结构，包括薪酬投入和工作条件两个维度。其中薪酬投入包括组织给员工提供有竞争力的、公平的、全面的薪酬待遇等内容；工作条件包括组织给员工提供安全舒适的工作环境、弹性的工作计划、有意义有价值的工作内容以及其他良好的工作条件等内容。

2. 交易型责任对员工创新行为的直接作用

交易型责任包含薪酬投入和工作条件两个维度。在目前中国的情境下，员工对组织履行交易型责任所提供的交易型资源会如何看待呢？事实上，对于目前大多数一线员工而言，从他们的生存现实来看，他们当中很多人都面临着结婚生子、儿女教育、赡养老人的问题，以及由此带来的前所未有的车房贷款、教育投资、父母赡养等经济压力，加上他们大多在学业上都有了较大的投资，所以都渴望通过薪酬来补偿求学的投资。因此奖金、实物奖励、各种补贴等显性激励措施对于他们来说至关重要。于是，当组织薪酬投入为员工提供了较好的物质待遇，员工则会感受到组织给自己提供了帮助。这些均有利于员工采取回馈组织的行为[4]。

工作条件作为员工工作中最直接的环境因素，对其创新的影响是不容忽视的。有研究发现员工工作的客观物质环境对员工创新具有密切的关系[5]，对个体创新有积极影响[6]，工作本身具有的挑战性、充裕的时间、富足的资源等工作条件对员工创新具有正向的促进作用[15]。此外，工作中员工享有的自主权利，也有利于激发其创新表现[7]，员工拥有的工作自主性越高，其创新的表现越好[8]。

以此，本研究假设：

H1：交易型责任对员工创新行为具有显著的促进作用。

3.创新义务感知的中介效应

当创新越来越成为关乎企业发展的关键战略选择时，管理者对员工的角色要求也逐渐地增加了创新的内涵，员工在工作中表现出更多的创新行为也已经成为管理者对员工的角色期待。在这样的社会大环境和组织小环境的影响下，员工自身对于创新的角色要求也越来越趋于认同，他们对于管理者对自身创新的角色要求是“心知肚明”的，即员工知道创新应该是当下组织员工在工作中应有的工作表现，但由于组织对于员工创新行为的要求更多情况下还没有以正式的角色要求被写入工作说明或岗位说明，而只是停留在管理者的主观要求层面。加之现有组织奖惩体系对于创新结果的识别能力要远远地高于对于创新过程的识别，这些特征就使得虽然组织对员工履行创新的角色期待已经成为一种普遍的角色要求，但对员工而言，创新行为仍然属于其自由选择的“角色外行为”，而且员工对于创新行为的选择仍然显得谨而慎之，甚至不一定会为之。而角色认同往往是个体行为的选择和决策系统，个体倾向按照自我认同的概念或者身份来感知、思考以及行动，角色认同可以让人履行角色规范，如果个体角色认同越高，个体履行与角色身份一致性的行为可能性越高。因此，角色认同对预测员工行为是非常有用的[9]。

基于以上分析，我们可以做这样的逻辑推理，如果组织对员工履行了交易型责任，比如为员工提供了较好的工资、福利、良好的工作条件等，员工心理则会产生“企业支付我一天的报酬，我就负责做好我一天的本职工作”的认同逻辑[10]，于是在组织履行了其交易型责任之后，员工关于组织之于自身角色要求的认知也会因此而加强，其中就包括对创新义务的感知。这种对创新义务的感知反映了对创新角色期望的内化并且拥有对创新角色的承诺以及自己创造角色身份的认同。因此，拥有了强的创造角色认同倾向的员工，更易于采取与创新角色一致的行为、保持角色认知和角色行为的内在一致性。即在员工创新义务认知得到强化的基础上，员工会按照组织对自己的创新角色的要求，以更多的创新行为投入来履行自己的创新角色职责，并以此来回报组织的责任履行。Ramamoorthy和 Flood[11]以蓝领工人为研究对象，就发现本研究定义的工作条件中的“工作自主权”和“工资收入”对创新工作行为的影响关系时，发现了直接影响，而且也发现了通过感知创新责任变量对创新工作行为的间接影响。 因此，本研究假设：

H2: 员工的创新义务感知对交易型组织责任与员工创新行为的关系具有中介作用。即交易型组织责任通过正向影响员工创新义务的感知进而正向影响员工的创新行为。

4.供给-需求匹配的调节效用

组织供给与个人需求匹配反映的是个体需要被工作满足的程度。个体需要是其行为的动机基础，但并非所有的需要都会对个体行为起激励作用，只有没有得到满足的需要才能对个体行为起到促进和激发作用。因此，当组织履行其交易型责任，为员工提供了较好的薪酬、奖金等经济报酬和优良的工作条件(尤其是当组织给员工供给的这些收益要明显地优于行业中的其他组织)，如果组织提供的这些资源与员工需求是匹配的，能够很好地满足员工当前的迫切需求，员工则会更加珍惜目前的工作，珍惜在组织工作的机会。因为如果一旦失去了工作，就存在很难找到能够提供更好满足自身个人需求的工作供给的组织。在此情境下，员工倾向于对企业有更高的承诺和忠诚，并促使员工增强对自我创新角色的认同，选择更多的创新行为以表达对组织的感激之情。反之亦然。以此，本研究假设:

H3：供给-需求匹配对交易型组织责任与员工创新义务感知的关系具有正向调节作用。

如前所述，员工会以组织期待的组织行为与组织给予自己的薪酬投入和工作条件进行“交换”。但员工产生“交换”行为的动机大小与组织给予自己的薪酬投入和工作条件满足自身需求的程度有关，即受到组织供给与员工个体需求匹配程度的影响，如果组织履行交易型责任带给员工的资源与员工的需求匹配度很高，即能很好地满足员工当前的迫切需求，导致员工的期望效价很高，此时员工尽力履行自己的角色义务，选择“迎合组织期待”的创新行为的动机更强。反之亦然。鉴于此，本研究假设：

H4: 供给需求匹配对交易型责任与员工创新行为的关系具有正向调节效应。

因为前文假设认为交易型责任影响员工创新行为的关系受到了创新义务感知的中介作用，因此我们预测供给需求匹配对交易型责任的调节作用亦会通过创新义务感知间接影响员工创新行为，故本研究假设：

H5：供给需求匹配与交易型责任的交互项通过创新义务感知的中介作用影响员工的创新行为。

根据上述假设构成本文研究思路，相应的研究模型如图1所示。

图1 研究模型图

二、 研究方法

1. 数据收集

根据便利性抽样原则，本研究问卷调查涉及的企业共有10家，主要来自长沙、浏阳和湘潭三地的高新区。问卷发放的方式为现场发放，为保证问卷的回收率和有效性，研究团队亲自进入企业进行问卷发放，并当场回收问卷。本研究共发放问卷900份，回收有效问卷728份，问卷有效回收率为80.9%。被试中，男性461人，占63.3%；女性267人，占36.7%。年龄小于24岁的有85人，占11.7%；25～29岁的461人，占63.3%；30～34岁的117，占16.1%；35岁以上65人，占8.9%。工龄1年以下的53人，占7.3%；2～5年的483人，占比66.3%；6～10年的120人，占比16.5%；10年以上的72人，占比9.9%。职级分布上，一般员工534人，占73.4%；基层管理者136人，占18.7%；中层管理者58人，占7.9%。教育程度分布上，中学及以下85人，占11.7%；大学/大专468人，占46.8%；研究生及以上175人，占24%。所涉及的岗位，综合管理72人，占9.9%；生产239人，占32.8%；设计/研发/技术316人，占43.4%；销售/售后101人，占13.9%。

对于数据收集过程中的非回应偏差(Nonresponse Bias)问题，本研究首先进行了事前控制，即尽可能扩大样本量以及提高有效作答率(有效问卷回收率达到了80.9%)。事后通过对728份有效问卷和172份无效问卷之间各变量进行T检验，统计结果显示所有t值均不显著，表明调查过程中的非回应偏差不影响后续分析的信效度。

2. 研究工具

交易型组织责任问卷。由于没有现成的测量工具借鉴，本研究将自编交易型组织责任问卷作为本研究的研究工具。首先通过扎根理论的方法建构了交易型组织责任的结构模型，并以开放式编码形成的范畴及其内涵为依据，自编问卷项目12个。然后根据项目的区分度、项目的因素负荷以及各维度测量题数尽量均衡的标准对12个题项进行项目分析，最终剔除项目4个，保留8个项目组成交易型组织责任测评问卷。比如：“这个企业给我提供了有竞争力的工资”“提供比较完善的福利”“随着消费水平的提高增加工资待遇”“有稳定的工作保障”“有安全的工作环境”“有良好的工作条件”“工作允许弹性的工作计划”“提供的工作有前景”等。每个题项均采用利克特的7点计分。

创新义务感知问卷条目主要来自Nagarajan等人的研究[12]，由于原问卷只有两个题项，为了保证因子的稳定以及分析的顺利进行，每个因子不少于3个题项，故在对原问卷条目进行了内容和措辞上的修改之后，还新添了1个项目，最终形成3个项目的创新义务感知问卷，比如“我感觉我有义务在工作中贡献自己特有的知识和创意” “我感觉我有义务提供创新的想法和建议以改进工作”“在这个企业我感觉我有义务创新”。各题项测量均采用Likert7点计分。

供给-需求匹配的测量题项借鉴Cable和Derue的研究成果[13]。共计3个项目，比如“我的工作能够提供给我的(物质和精神资源)，与我想寻找的工作非常符合”“我目前所从事的工作，几乎能给我想要从工作中得到的一切”。各题项测量均采用Likert7点计分。

员工创新行为的测量题项来自Kleysen和Street[14]及张明睿编制的个体创新行为量表[15]。首先对这两个问卷的题项进行内容分析，合并语义相近或相同的项目，并进行表达上的优化；然后对合并后的题项根据项目的区分度、项目的因素负荷以及各维度测量题数尽量均衡的标准进行项目分析，最终形成了13个项目的员工创新行为测量问卷。包括“我会去寻找机会改善现有的流程、技术、产品、服务”“我会经常关注我工作中部门、公司或市场上不常出现的问题和现象”“在工作中我会探索出新的创意或解决问题的新方案”等。各题项测量均采用Likert7点计分。

此外，以往员工创新行为的研究文献将员工性别、教育程度、年龄、工龄、岗位、职级等变量通常作为影响员工创新的控制变量[16-18]，因此本研究也把上述变量作为本研究的控制变量。其中对性别、教育程度、岗位和职级进行虚拟变量处理，男性为1，女性为2；教育程度有3个等级：中学及以下、大学/大专、研究生及以上；岗位分4类：综合管理、生产、设计/研发/技术、销售/售后；职级有3个等级：一般员工、基层管理者、中层管理者；年龄分4个等级：小于24岁、25～29岁、30～34岁、35岁以上；工龄分4个等级： 1年以下、2～5年、6～10年、10年以上。

三、数据分析与结果

1.信度与效度检验

信度检验结果显示，交易型责任问卷的Cronbach’s α系数为0.864，其中薪酬投入和工作条件子维度的Cronbach’s α系数分别为0.808和0.873，供给-需求匹配问卷的Cronbach’s α系数为0.847，创新义务感知问卷的Cronbach’s α系数为0.868，员工创新行为问卷的Cronbach’s α系数为0.907，所有测量工具均具有较好的内部一致性。

为保证自编问卷的内容效度，研究首先对于源自以往研究的问卷项目的测量内涵及其表达的适用性进行考察，对于不合适的、不能准确达意的语汇进行修改；其次，对于自编的问卷条目，主要保证其测量内涵表达的准确性、明确性、具体性和详细性；最后，邀请企业管理博士和教授按照操作定义对自编项目内容进行评定，以保证题项的合适性和代表性。

区分效度的检验主要运用AMOS17.0统计软件对各变量做验证性因子分析。结果显示(见表1)，四因素的基本模型各拟合指标对研究数据的拟合度最佳，说明本研究四个构念具有较好的区分效度。

表1各量表的拟合指数

注：TR表示交易型责任，TPS表示供给-需求匹配，IDA表示创新义务感知，EIB表示员工创新行为。基本模型为TR，TPS，IDA，EIB；模型1为TR，TPS+IDA，EIB；模型2为TR，TPS，IDA+EIB；模型3为TR，TPS+IDA+EIB；模型4为TR+TPS+IDA+EIB

根据Fornell等人提出的收敛效度标准，本研究各测量工具组合信度均大于0.80，平均萃取变异值均大于0.50，表明测量工具的收敛效度良好。具体分析情况如表2所示。

表2各量表因子分析、信度分析表

续表

潜变量观测变量因子载荷值CRAVEα值工作条件OR210.762OR220.850OR230.779OR240.8610.8780.6440.873供给-需求匹配P10.853P20.874P30.8580.8960.7430.847创新义务感知CY10.852CY20.902CY30.9170.9200.7940.868产生创意IB10.692IB20.988IB30.805IB40.605IB50.652IB60.852IB70.8930.9210.6310.825执行创意IB80.773IB90.912IB100.801IB110.850IB120.639IB130.7410.9090.6250.847

同源偏差的控制采用程序控制和统计控制相结合的方法。程序控制主要包括问卷的匿名性、降低题项的表面效度、问卷条目的随机排列。统计控制主要采用Harman单因素检测法，通过Harman的单因素检测法发现，未旋转时得到的第一个主成分解释变异为18.601%，解释力不大。通过探索性因素分析发现本研究中各变量均负荷在不同的因子上，说明本研究所使用的数据同源偏差问题不严重[19]。

2.描述性统计与相关分析

相关分析结果显示(见表3)：交易型责任与创新义务感知(r=0.597，p<0.001)和员工创新行为(r=0.329，p<0.01)显著正相关；供给-需求匹配与创新义务感知(r=0.377，p<0.01)和员工创新行为(r=0.276，p<0.01)显著正相关；创新义务感知与员工创新行为(r=0.381，p<0.01)显著正相关。

3. 交易型组织责任、创新义务感知对员工创新行为的直接作用

为检验交易型组织责任和创新义务感知对员工创新行为的直接影响作用，本研究采用分层回归的方法进行。表4数据显示，控制了人口学变量之后，交易型组织责任的两个维度对员工创新行为的作用均达到了显著性水平(β=0.264，p<0.01;β=0.336，p<0.01)，交易型组织责任对员工创新行为有显著的正向影响，即假设 H1 成立。

表3描述性统计与相关分析结果(N=728)

注：TR表示交易型责任，TPS表示供给-需求匹配，IDA表示创新义务感知，EIB表示员工创新行为； “*”表示p<0.05，“**”表示p<0.01

4.中介效应检验

中介效应检验结果表明(表4)：模型3是在模型2的基础上引入了创新义务感知，结果显示当把创新义务感知引入回归方程之后，创新义务感知对员工创新行为具有显著的正向影响(β=0.360，p<0.01)，同时交易型组织责任履行对员工创新行为虽仍然具有显著正向影响(β=0.267,p<0.01)，但影响力已经减弱(从0.267到0.229)，说明创新义务感知对交易型组织责任与员工创新行为的关系具有部分中介的作用。假设H2得到验证。

表4中介效应检验结果

注：TR表示交易型组织责任，WI表示薪酬投入，WC表示工作条件，IDA表示创新义务感知；“*”表示p<0.05，“**”表示p<0.01，“***”表示p<0.001

为了进一步明确员工创新义务感知对交易型责任的两个二级维度与员工创新行为的中介效应，本研究以员工创新行为作为因变量，依次将控制变量、薪酬投入、工作条件、需求-供给匹配、创新义务感知引入回归方程。结果显示：模型5在模型4的基础上引入创新义务感知之后，工作条件对员工创新行为的影响仍然是显著的(β=0.409，p<0.01)，但薪酬投入对员工创新行为的影响力已大大下降(β值从0.251降低到0.035)，并不再显著(β=0.035，p>0.05)。这说明创新义务感知对组织工作条件与员工创新行为的关系不具有中介效应，对薪酬投入与员工创新行为之间的关系起到完全中介的作用。

5. 调节效应检验

调节效应检验结果显示(表5)：模型2中交易型组织责任对创新义务感知具有显著的正向影响(β=0.387，p<0.01)；模型3中交易型组织责任与供给-需求匹配同时进入回归方程后，结果显示交易型组织责任对创新义务感知仍然具有积极的正向影响(β=0.385，p<0.01)，供给-需求匹配对创新义务感知同样具有显著的正向影响(β=0.265，p<0.05)；模型4在模型3的基础上，进一步引入交易型组织责任与供给-需求匹配的交互项，结果显示交易型组织责任与供给-需求匹配对创新义务感知仍然具有显著的正向影响(β=0.383，p<0.01；β=0.232，p<0.01)，两者的交互项对创新义务感知也具有显著的正向影响(β=0.226，p<0.01)，说明供给-需求匹配对交易型组织责任与创新义务感知的关系具有正向调节作用，假设H3得到验证；在表5中模型3的基础上将交易型组织责任与供给-需求匹配的交互项引入回归方程，建立表5中模型7，数据显示供给-需求匹配对交易型责任与员工创新行为的关系具有显著的正向调节效应(β=0.264，p<0.01)，假设H4得到验证。

上一阶段的研究已经明确供给-需求匹配对交易型组织责任与创新义务感知的关系具有正向调节作用，但供给-需求匹配对薪酬投入、工作条件与创新义务感知关系的调节作用仍不十分明确。鉴于此，本研究分别以创新义务感知为因变量，分别依次引入薪酬投入、工作条件及其与供给-需求匹配的交互项进入回归方程，检验调节效应。从表5中的模型6可知，薪酬投入、工作条件、供给-需求匹配与薪酬投入的交互项、工作条件与供给-需求匹配的交互项引入回归模型之后，结果显示供给-需求匹配对薪酬投入与创新义务感知的关系具有显著的正向调节作用(β=0.201，p<0.01)，供给-需求匹配对工作条件与创新义务感知的关系不具有显著的正向调节作用(β=0.170，p>0.05)。

表5调节效应检验结果

注：TR表示交易型责任，WI表示薪酬投入，WC表示工作条件，TPS表示需求-供给匹配；“*”表示p<0.05,“**”表示p<0.01,“***”表示p<0.001

图2 供给-需求匹配的调节效应图

本研究根据“供给-需求匹配”变量高于均值一个标准差和低于均值一个标准差，将样本分为高匹配组和低匹配组两个组[20]，简单斜率检验表明，在低供给-需求匹配的水平上，薪酬投入对创新义务感知的影响没有达到显著性的水平(β=0.106，p=n.s.)；在高供给-需求匹配的水平上，薪酬投入对创新义务感知的影响达到了显著性的水平(β=0.223，p<0.01)。高水平供给-需求匹配能够促进薪酬投入对创新义务感知的正向影响。此调节作用如图2所示。

6. 有中介的调节效应检验

这里有中介的调节效应是指供给-需求匹配对交易型责任的调节作用对员工创新行为的影响受到创新义务感知的中介。为了检验有中介的调节效应，本研究依然选择员工创新行为作为因变量，将控制变量、交易型责任、供给-需求匹配、创新义务感知相继引入回归模型，建立模型1、模型2、模型3和模型4(表6)。模型4在模型3的基础上引入创新义务感知，数据显示组织交易型责任与供给-需求匹配的交互项对员工创新行为的影响从极显著的水平(β=0.264，p<0.01)减弱为显著性水平(β=0.157，p<0.05)，说明创新义务感知对供给-需求匹配与交易型责任的交互项间接影响员工创新行为具有部分中介作用。假设H8成立。

表6有中介的调节效应检验

注：TR表示交易型责任，TPS表示供给-需求匹配,IDA表示创新义务感知，“*”表示p<0.05，“**”表示p<0.01，“***”表示p<0.001

四、结论与启示

1.主要研究结论及讨论

(1)工作条件与薪酬投入对员工创新行为的激发均具有积极作用，但影响方式是有差异的。组织的薪酬投入完全是通过员工创新义务感知的中介作用而实现其对员工创新行为的显著影响。这是由于组织给员工提供的薪酬和其他物质投入，可以增强其实现组织期待的承诺感[21]。因此，在创新业已成为众多企业(尤其是科技型企业)对员工角色的显性要求和隐性期待的情况下，组织的薪酬投入对员工自身创新角色的认知自然能产生积极的影响，这些影响会进一步强化其对创新义务的感知，进而促进员工在工作中选择更多的创新行为。从社会交换理论的视角来看，这种关系似乎预示着员工的创新行为与组织的薪酬投入是“投桃报李”的交换关系。事实上，一直以来学者们一般都认为员工创新是内因驱动使然，是员工对工作任务本身的兴趣和价值认同所致[22]，但以往来自实证[23-24]和案例研究[25]的结论又表明，包括外在奖酬在内的行为效用恰是员工选择创新的重要驱动因素。对于员工创新是“内因驱动”还是“外因使然”的争论，本研究结论显然对“外因驱动创新”的观点给予了解释性的支持，更进一步地说明员工创新不仅源于对自主与成长的内在渴望，也是理性与经济性的思考和认知的结果[26]。

(2)与薪酬投入相比，工作条件对员工创新义务感知的影响并不显著，虽然工作条件对员工创新行为具有积极影响，但这种积极影响并非通过创新义务感知的中介作用实现的。这一研究结论在一定程度上反映了现实的企业雇佣关系下，组织提供良好的工作条件越来越成为员工的普遍要求，即使组织满足了这一要求，也不足以强化员工的交换意识并影响其对自身创新义务的感知，进而促使员工在工作中表现出创新行为。这说明组织提供的良好工作条件引致的员工创新行为并非“交换”的产物，但工作条件对员工创新行为的影响机理到底是直接影响关系，还是存在中间作用机理，这一问题还有待进一步探究。

(3)供给-需求匹配对薪酬投入与员工创新义务感知的关系具有调节作用。如前所述，组织的薪酬投入对员工创新义务的感知具有积极的促进作用，但这种关系会受到供给-需求匹配的调节。从社会交换理论的视角来看，员工与组织的关系是一种典型的交换关系，如果员工能够获得满足其主导需求的收益，即组织供给与员工需求高度匹配时，基于互惠公平的原则，自然会促进员工更多地表现出组织所期待的行为或者绩效，并以此来保证持续获得组织为其提供的各类收益。因此，当创新成为诸多企业(尤其是科技型企业)对其员工角色的普遍要求时，如果组织供给与员工需求的匹配度在一个较低的水平上，即使组织为员工提供了较好的薪酬，也会因为与员工的主导需求不匹配而不会强化员工的创新义务感；但是当组织供给与员工需求的匹配度在一个较高的水平上，那么组织的薪酬投入对员工创新义务感就会产生显著的影响，此时组织较好地履行薪酬投入的责任，会激发员工的创新角色认知，对员工创新义务感产生显著的影响，进而促进员工的创新行为。

(4)供给-需求匹配对交易型组织责任与员工创新行为关系具有调节作用。即组织交易型责任对员工创新行为的影响随着供给-需求匹配度的提高而增强，如果匹配度低，即组织提供满足员工需求的途径和方式与员工自身需求不一致时，即使组织能够履行交易型责任，也不能激发员工创新行为；只有组织提供满足员工需求的途径和方式与员工自身需求匹配度高时，组织履行交易型责任才会对员工创新行为产生显著的影响。这一结论进一步印证了期望理论的观点，即认为个体行为的动力受到个体对行为结果价值的评价和实现该结果可能性的预期的影响。如果员工认为自己通过创新改善工作绩效，能够换来组织良好的奖酬，而且这些奖酬能够满足员工的主导需求，即供给-需求匹配度较高时，则会给员工带来更大的创新动力，反之亦然。

2. 管理借鉴

薪酬投入作为组织激励员工的常用手段，如果要发挥其激发员工创新的作用是有条件的，其中考虑薪酬投入与员工主导需求的匹配就是其一。因为薪酬投入对员工创新行为的影响完全是通过员工创新义务感知的中介作用来实现的，对于收入本身就很高的群体和个人，而且薪酬本身已经不是其主导需求时，薪酬的投入就不能有效地激发其创新义务的感知，自然也就不能通过其有效地激发员工的创新行为。当然，对于绝大多数一线员工和基层管理者而言，经济的需求仍然是其现阶段的主导需求。因此，对于一线员工的薪酬投入仍然是激发其创新义务感知以及创新行为的有效措施。此外，组织的薪酬投入如果能够满足甚至超越了员工的主导需求，实际上也为员工离开组织设置了较高的退出障碍和机会成本。在此状况下，员工一般不愿轻易选择离开组织或者被组织淘汰，他们会按照组织的要求做好工作，满足组织对其的角色要求和期待，此时如果组织对员工创新有明确的角色要求，那么员工的创新义务感知自然会得以强化。

明确员工角色的创新要求。当创新越来越成为关乎企业发展的关键战略选择时，管理者对员工的角色要求也会逐渐增加创新的内涵，员工在工作中表现出更多的创新行为也已经成为管理者对员工的角色期待。但组织对于员工创新的角色期待更多情况下还没有以员工正式的角色要求被写入工作说明或岗位说明，而只是仅仅停留在管理者的主观要求层面。加之现有组织的奖惩体系对于创新结果的识别能力要远远地高于对于创新过程的识别，这些特征就使得虽然组织对员工履行创新的角色期待已经成为一种普遍认识，但对员工而言，创新行为仍然属于其自由选择的“角色外行为”，员工创新义务的感知自然不会强烈。针对这种情况，组织应该将员工创新作为一个角色内涵明确列入正式的角色要求。

3. 研究局限与展望

本研究亦存在一些局限性：①数据来源渠道都是来自员工自评问卷。存在同源偏差的风险，虽然研究中统计检验发现同源偏差不严重，但多源数据收集，以及数据收集时点的滞后性设计应该可以更好地规避同源偏差的影响，进一步提高研究结论的可信度，这是未来研究可以改善的一个方面。②研究模型设计没有将个体个性特征(比如不同性格特征、认知偏好等)、组织属性等影响个体行为决策的变量纳入到组织责任影响员工创新行为的机理研究中来，虽然这样会增加模型的复杂性，但亦会增加模型的解释力，后续研究可以考虑在这些方面进行拓展和深化。③样本选择集中于长株潭地区的科技型企业，这是本研究的一个局限。未来可以进一步扩大员工样本的行业分布和地域分布，在提高研究外部效度的同时，探讨经济发展水平的差异、区域文化的差异对员工视域下组织责任认知的影响，进而影响其与员工创新行为的关系。